房地產開發企業資本結構影響因素實證研究

楊瑞平 上官澤明

【摘 要】 文章以我國房地產開發企業為研究對象，選取1997年至2011年的相關數據進行實證研究，通過建立計量經濟模型，采用嶺回歸對資本結構供求兩方面的影響因素進行分析，為房地產開發企業更加合理地進行融資決策和資本結構優化以及國家出臺房地產調控政策提出建議。

【關鍵詞】 房地產開發； 資本結構； 影響因素； 嶺回歸

中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）29-0056-04

一、引言

近年來，房地產開發行業對國民經濟的穩定增長發揮了巨大的作用。房地產業不僅可以拉動諸如建材、鋼鐵、化工、紡織等相關產業的投資，也可以拉動內需的強勁增長。正是由于房地產開發行業對經濟增長的重要性越來越大，房地產開發投資一旦發生大幅波動，必然引起全社會經濟的波動，從而影響到我國產業結構的升級和經濟結構的轉型。因此，房地產開發行業的健康發展是維持經濟穩定和促進社會和諧的重要因素。

房地產開發行業是資本密集型行業，也是資本敏感型行業，隨著銀行信貸開始緊縮，以及開發成本不斷增長，房地產開發企業的資金日益緊張。因此，采取實證研究方法對房地產開發企業資本結構的影響因素進行分析，不僅有利于房地產開發企業進行恰當的融資決策，而且有利于其根據市場環境不斷優化資本結構，同時也可以為國家出臺房地產調控政策提供理論依據和實踐指導。

關于房地產開發企業資本結構影響因素的研究，國內外學者都進行了大量的實證研究分析。Marsh（1982）的實證研究結果表明，公司規模與資產負債率顯著負相關。Kester（1986）選取了1982—1983年之間的452家美國企業和344家日本企業的數據，實證研究得出，盈利性與成長性都對資本結構有顯著影響，而公司規模對資本結構的影響卻不顯著。Titman和wessels（1988）選取了1974—1984年469家企業作為樣本，運用因子分析的方法研究得出，盈利性與資產負債率顯著負相關，企業規模與資本結構顯著正相關，非債務稅盾對資本結構沒有顯著影響。Fosberg（2004）的實證研究發現，盈利性與資本結構負相關。

袁泉（2011）選取了2006年至2009年的20家上市房地產公司的樣本，利用主成分分析法、多元回歸分析法研究得出，企業規模、盈利性都與資本結構正相關，許思寧（2011）通過選取資本結構影響因素的靜態面板模型，對2009年的房地產上市公司進行的實證研究也得出了這一結論。關民、張彥（2011）以在香港上市的大陸房地產公司為樣本，運用相關性分析和多元回歸分析等方法進行實證研究分析得出，盈利性與資本結構顯著負相關，成長性與資本結構顯著正相關。陳艷杰（2012）選取2009年42家房地產上市公司為樣本，采取因子分析和多元回歸模型進行研究得出，盈利性與資本結構負相關，企業規模與資本結構正相關。張其秀、沈璐（2013）以2003年至2011年房地產上市企業為樣本，對資本結構影響因素進行實證分析得出，盈利性、非債務稅盾和資本結構負相關，企業規模與資本結構正相關，成長性與資本結構不相關。

現有對房地產開發企業資本結構影響因素進行實證研究的大多數文獻都是從其需求面展開研究的，少數研究資本結構供給面的也是從利率的角度來研究，很少有從需求面和供給面兩個視角來同時進行研究。除此之外，很多研究者都選取了房地產上市公司進行研究，對未上市的房地產公司并未真正進行過研究，本文力圖彌補這一缺陷。

本文將采用通用的會計指標，選取1997年至2011年的相關數據，建立計量經濟模型，采用嶺回歸分析各因素對資本結構的影響，并提出解決對策。

二、規范分析

（一）盈利性

優序融資理論認為，由于交易成本存在和其他約束限制較少，內源融資要優于外源債務融資，而內源融資主要是使用留存收益；在以不對稱信息理論為基礎的分析上，內源融資相對外源股權融資而言，既不會引起股價的變動，也無需對外披露有關公司的發展計劃或其他戰略信息。可知，企業應優先進行內源融資，其次是債務融資，再次是股權融資。因此，可以預期盈利性與資本結構為負相關。

（二）公司規模

從規模與破產風險的角度來看，規模大的企業既有能力也愿意采取多元化經營戰略，有效地分散經營風險，降低破產風險，從而給企業帶來更為穩定的收益。因而規模大的企業具備更高的負債能力，而規模較小的企業由于經營業務單一，發展能力較弱，破產風險較大，不能承擔較多的負債。因此，可以預期企業規模與資本結構為正相關。

（三）非債務稅盾

依據國家會計準則和稅法相關規定，企業所計提的折舊可以作為成本費用在稅前進行抵扣。因此，如同債務利息，折舊具有節稅作用。業界把像折舊這樣可以抵稅但又不同于負債的因素稱為非債務稅盾。因此，可以預期非債務稅盾與資本結構為負相關。

（四）成長性

成長性好的企業有著良好的發展潛力，可以在較低的財務風險情況下借助財務杠桿效應不斷擴大企業股東財富。原始股東為擴大規模往往對資金有著更多的渴求，同時為了保證控股權，往往會采取債權融資。因此，可以預期成長性與資本結構為正相關。

（五）貨幣供應量的增長率

金融學上，把利率看作貨幣的價格。可知，貨幣供應量增長率增長與利率變動是負相關的。央行可以通過貨幣政策對房地產市場進行調控，貨幣供應增長率的變化會影響到企業的融資成本，進而影響到企業的融資決策，從而影響到資本結構。因此，可以預期貨幣供應量增長率與資本結構為正相關。

三、實證研究分析

（一）變量和指標的選取

被解釋變量為資本結構，用資本負債率Y來表示。

解釋變量包括資本結構需求面和供給面兩個視角的變量。其中，資本需求面變量包括盈利性、公司規模、非債務稅盾和成長性四個方面。盈利性用總資產收益率X1表示，公司規模用總資產的自然對數X2表示，非債務稅盾用本年折舊X3來表示，成長性用經營收入的增長率X4表示。資本供給面變量用貨幣供應量M2的增長率X5來表示。

（二）數據的選取

本文的房地產企業開發相關數據選自中宏統計數據庫，貨幣供應量數據選自《中國統計年鑒》，數據期限為1997年至2011年。

（三）研究模型構建

在確定變量后，嘗試建立如下計量經濟模型：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+μ

利用普通最小二乘估計進行多元線性回歸，檢驗結果見表1。

模型檢驗的結果是，調整的R2=0.52，即52%的波動都可以用該模型來解釋。方差分析結果：F=3.98，P=0.03，并且擬合誤差率

y×100%=0.88%，說明回歸效果極為顯著。

但從表1可以看出，回歸系數的P值絕大部分大于0.05，說明沒有顯著性。對各變量之間進行相關性分析，相關系數如表2。

從表2可以看出，各變量之間有較強的相關性，表明自變量之間可能存在一定的多重共線性。

（四）多重共線性檢驗

運用EViews對變量進行多重共線性檢驗，其結果如表3。

由表3可以看出，各變量的方差擴大因子均比較大，其中變量X1、X2、X3的擴大因子都在10以上，說明各變量之間有很密切的關系；矩陣X'X的特征值中最小的λ=0.007，可知回歸模型的自變量之間存在嚴重的多重共線性。

（五）嶺回歸

嶺回歸估計方法相比最小二乘估計方法，具有更小的均方誤差，可使用嶺回歸對上述回歸進行改進。需要注意的是，嶺回歸參數是通過觀察嶺跡函數圖來確定的。在均方誤差的單調減小范圍是否一定存在嶺跡函數的一致平緩，理論上至今沒有結論。而在嶺回歸實踐中卻屢屢可見對于已經較大的λ領域，個別甚至全部嶺跡曲線仍然沒有趨緩表現。另外，對于嶺跡函數圖的判斷，不可避免地存在研究者的主觀差異性。于是，本文對嶺回歸估計方法進行了如下改進：

1.均方誤差要適度地優于最小二乘估計；

2.擬合程度只能適度地劣于最小二乘估計。

記D*=diag（ xi ）k'k，矩陣Q=（q1，…，qk）中qi是'的屬于特征根λi的單位特征向量，H（i）=Dqiqt[c] D=（htt（i））k'k，[a][o][j][xi=TR（H（i））= hjj（i）]，g=Q-1D*b。于是，嶺回歸估計的均方誤差為：

MSE（（λ））=σ2+

根據微分原理，均方誤差的降幅條件為：

≥ε1

擬合誤差的損失條件為：

≤ε2

運用EViews程序軟件，選用不同的嶺回歸參數（本文選取的分布為0.00，0.001，0.0015，0.002，0.0025，0.003，0.0035，

0.004，0.0045，0.005），并計算相應的i（λ），0（λ）。最終得到各個嶺回歸參數對應的均方誤差下降率以及擬合誤差率，如表4。

根據上述改進原則，本文選取0.0025作為適當的嶺回歸參數。此時的均方誤差降為66.70%，擬合誤差率為0.89%。從而得到嶺回歸方程：

Y=45.88-2.86×X1+1.45×X2+4.61E-07

×X3+0.03×X4+0.11×X5

（六）穩健性檢驗

為了驗證以上研究結論的穩健性，我們從變量的角度出發進行檢驗。

1.重新定義盈利性指標。在實證模型中，通過用營業利潤率代替總資產收益率，重新定義自變量X1，并再次進行了以上所有回歸分析，研究結論的方向保持不變。

2.重新定義非債務稅盾指標。在實證模型中，通過用本年折舊與總資產的比例這一相對數指標代替本年折舊這一絕對數指標，重新定義自變量X3，并再次進行了以上所有回歸分析，研究結論的方向保持不變。

（七）模型的經濟含義分析

在嶺回歸方程中，通過觀察各自變量的系數，可以得出被解釋變量與解釋變量的相關關系。

1.盈利性與資本結構之間的關系為負相關，這與規范分析的結論一致。考慮到交易費用的存在，以及為保證公司戰略和投資項目的信息安全性，盈利能力越強的企業會越多使用留存收益，減少使用外部融資。

2.公司規模與資本結構之間的關系為正相關，這與規范分析的結果一致。從破產風險的視角來看，大規模的企業由于更愿意而且有能力采取多元化的經營戰略，能夠有效分散企業的經營風險，從而降低破產風險，故而能接受較高的資產負債率。

3.非債務稅盾與資本結構之間的關系為正相關，這與規范分析的結論不一致。但由于系數值非常小，它對資產負債率的影響基本可以忽略。

4.成長性與資本結構之間的關系為正相關，這與規范分析的結果一致。同房地產開發企業的盈利性、公司規模和貨幣供應增長率這三個因素相比，成長性對資本結構的影響顯得相對較弱。這是由于成長性好的企業融資選擇權更多，加之成長性對資本結構的影響是間接產生的，比如，企業原始股東對控制權的把握情況和對財務風險的偏好情況，成長性較好的企業會調整股利政策影響到內源籌資等，這些都會對房地產企業的資本結構有所影響。

5.貨幣供應增長率與資本結構之間的關系為正相關，這與規范分析的結論相一致。貨幣供應增長率下降，意味著利率的上漲，企業的貸款成本會增加，財務風險會增大。這將影響到企業的融資決策，企業將不得不采取股權籌資或其他籌資方式以代替債務籌資，降低資產負債率，從而改變房地產開發企業的資本結構。此外，貨幣供應量增長率的減少意味著緊縮的貨幣政策預期，意味著政府對房地產市場過熱采取了調控措施，房地產開發企業也以此作為調整資本結構的依據。

四、啟示和建議

依據上文的實證分析可知，房地產開發企業的資產負債率會顯著地受到盈利性、公司規模以及成長性的影響。尤其需要注意的是，房地產開發企業在不斷跑馬圈地、規模越做越大的同時，必須保證能有效提高盈利能力。這是因為盲目擴大企業規模而忽視企業的盈利能力，對優化企業資本結構而言毫無意義。我們必須認識到，擴大企業的規模或是提高企業的盈利能力，都只是反映了房地產開發企業曾經或者現在的經營成果。房地產開發企業只有保持良好的成長性，才可以持續保持最優的資本結構。

本文認為國家在出臺房地產政策，以及房地產開發企業在進行合理融資和優化資本結構時可以采用以下建議：

對于政府而言，第一，應當加強宏觀政策調控。從資金供應量與資產負債率的關系可以看出，政府通過貨幣政策可以有效規范房地產開發企業的行為。近十年來國家高頻率地出臺房地產政策，都意在嚴厲調控房地產開發市場。政府應該根據宏觀經濟運行情況，出臺適當的房地產政策，對房地產開發行業進行適當有力的調控，從而促使我國房地產開發企業不斷優化資本結構，規范生產經營，保持健康持續發展。同時，國家也應該針對房地產市場的投機行為，通過實行限購令、出臺房產稅等政策，抑制房價過快增長，保證房地產開發市場的穩定發展。

第二，應當健全完善相關稅收法律。本文的非債務稅盾的系數值雖然很小，卻為正。在現實中，很多房地產開發企業置法律于不顧，采取偷稅、漏稅等方式獲得更高的收益，一定程度上也說明非債務稅盾與資本結構是負相關的。根據國家會計準則以及稅法相關規定，企業中的折舊和攤銷在財務管理中都能實現稅盾作用。因此，國家必須健全和完善相關的法律、法規，使企業合法利用折舊和攤銷的抵稅作用。

第三，應當拓寬企業融資渠道。目前，我國房地產企業的主要融資來源是銀行信貸，融資渠道比較單一，企業財務風險較大。因此，必須嘗試拓寬房地產開發企業的融資渠道，可以將債券融資、發行基金、上市融資等融資渠道向房地產開發行業開放，從而使房地產開發企業選擇最適合的融資渠道來滿足自身的融資需求，這樣能使企業有效降低財務風險。值得注意的是，政府必須保持相關監控和檢查，跟蹤房地產資金的流向，確保能真正用于經營發展而不是進行投機造成資產泡沫。

第四，應當注意影響資本結構的其他因素。由于實證數據的可獲得性和研究能力的有限性，本文只選擇了對資本結構有影響的五個重要因素進行了實證分析。但事實上，對房地產開發企業資本結構有影響的其他因素還很多，比如資產結構、公司治理等。房地產開發企業應該注重自身資產結構，加強財務管理和內部控制，不斷提高自身規范化程度，這樣不僅能合理高效地使用已有資金，同時也更加容易進行融資，從而使房地產開發企業不斷優化資本結構，持續保持健康發展。

【參考文獻】

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